σμimplied vol · KKmax(S−K,0)udβρᵢⱼfat tailsPnL · drawdownyield · TdSₜ = μSₜ dt + σSₜ dWₜC = S·N(d₁) − K·e⁻ʳᵀ·N(d₂)σₚ² = wᵀΣwd₁ = [ln(S/K) + (r + σ²⁄2)T] ⁄ σ√T∂V/∂t + ½σ²S²·∂²V/∂S² + rS·∂V/∂S − rV = 0Sharpe = (Rₚ − R_f) ⁄ σₚVaR₉₉ = μ − 2.33σρ = Cov(X,Y) ⁄ σₓσᵧE[Rₚ] = Σ wᵢ·E[Rᵢ]φ(x) = e^(−x²/2) ⁄ √2πE[Rᵢ] = R_f + βᵢ(E[Rₘ] − R_f)dXₜ = θ(μ − Xₜ)dt + σ dWₜσ²ₜ = ω + α·ε²ₜ₋₁ + β·σ²ₜ₋₁C − P = S − K·e⁻ʳᵀΔ = ∂V/∂S Γ = ∂²V/∂S²p = (e^(rΔt) − d) ⁄ (u − d)rₜ = ln(Pₜ ⁄ Pₜ₋₁)E[Xₜ₊₁ | ℱₜ] = Xₜf* = (bp − q) ⁄ bz = (x − μ) ⁄ σP(N=k) = λᵏe^(−λ) ⁄ k!Θ = −∂V/∂Tν = S·φ(d₁)·√Tmin wᵀΣw s.t. wᵀμ = μ*∫Σ∂∞λ
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σμimplied vol · KKmax(S−K,0)udβρᵢⱼfat tailsPnL · drawdownyield · TdSₜ = μSₜ dt + σSₜ dWₜC = S·N(d₁) − K·e⁻ʳᵀ·N(d₂)σₚ² = wᵀΣwd₁ = [ln(S/K) + (r + σ²⁄2)T] ⁄ σ√T∂V/∂t + ½σ²S²·∂²V/∂S² + rS·∂V/∂S − rV = 0Sharpe = (Rₚ − R_f) ⁄ σₚVaR₉₉ = μ − 2.33σρ = Cov(X,Y) ⁄ σₓσᵧE[Rₚ] = Σ wᵢ·E[Rᵢ]φ(x) = e^(−x²/2) ⁄ √2πE[Rᵢ] = R_f + βᵢ(E[Rₘ] − R_f)dXₜ = θ(μ − Xₜ)dt + σ dWₜσ²ₜ = ω + α·ε²ₜ₋₁ + β·σ²ₜ₋₁C − P = S − K·e⁻ʳᵀΔ = ∂V/∂S Γ = ∂²V/∂S²p = (e^(rΔt) − d) ⁄ (u − d)rₜ = ln(Pₜ ⁄ Pₜ₋₁)E[Xₜ₊₁ | ℱₜ] = Xₜf* = (bp − q) ⁄ bz = (x − μ) ⁄ σP(N=k) = λᵏe^(−λ) ⁄ k!Θ = −∂V/∂Tν = S·φ(d₁)·√Tmin wᵀΣw s.t. wᵀμ = μ*∫Σ∂∞λ
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Statistics-Skill›Modul 3 · Modelle und Regression›Thema 3.1·~55 Min.Mittelstufe

Maximum-Likelihood

Position in der SkillModul 3 von 4 · Thema 1 von 4
3.1 Maximum-Likelihood
—Lab-Punkte— / 100XP gesamt—Serie—

Lab: Was bewertet wird

  • Eine Poisson-Rate10 Pkt.
  • Eine Normalvarianz15 Pkt.
  • Eine Trefferquote10 Pkt.
  • Eine Log-Likelihood15 Pkt.
  • Was der MLE tut15 Pkt.
  • Eigenschaften des MLE15 Pkt.
  • Warum die Log-Likelihood maximieren20 Pkt.

Die Parameter, die die Daten am wahrscheinlichsten machen

Angenommen, die Daten stammen aus einer Verteilungsfamilie mit unbekanntem Parameter θ\thetaθ (Mittelwert und Varianz einer Normalverteilung, Rate einer Poisson-Verteilung). Die Likelihood L(θ)=∏if(xi;θ)L(\theta)=\prod_i f(x_i;\theta)L(θ)=∏i​f(xi​;θ) ist die Wahrscheinlichkeit der tatsächlich beobachteten Daten als Funktion von θ\thetaθ. Die Maximum-Likelihood-Schätzung wählt das θ^\hat\thetaθ^, das die beobachteten Daten am wahrscheinlichsten macht. Sie ist das Arbeitspferd hinter Regression, Volatilitätsmodellen und großen Teilen des maschinellen Lernens.

ℓ(θ)=∑i=1nln⁡f(xi;θ),θ^=arg⁡max⁡θ ℓ(θ),∂ℓ∂θ∣θ^=0\ell(\theta)=\sum_{i=1}^{n}\ln f(x_i;\theta),\qquad \hat\theta=\arg\max_\theta\,\ell(\theta),\qquad \frac{\partial\ell}{\partial\theta}\Big|_{\hat\theta}=0ℓ(θ)=i=1∑n​lnf(xi​;θ),θ^=argθmax​ℓ(θ),∂θ∂ℓ​​θ^​=0(1)

In der Praxis maximiert man die Log-Likelihood ℓ\ellℓ: Ein Produkt vieler kleiner Zahlen läuft unter und lässt sich schlecht ableiten, die Summe der Logarithmen ist dagegen stabil und hat dieselbe Maximalstelle, weil der Logarithmus steigend ist. Ableitung gleich null liefert für die Standardfälle geschlossene Formen. Für eine Poisson-Stichprobe gilt λ^=xˉ\hat\lambda=\bar xλ^=xˉ. Für eine Bernoulli-Stichprobe ist p^\hat pp^​ der Erfolgsanteil. Für eine Normalstichprobe gilt μ^=xˉ\hat\mu=\bar xμ^​=xˉ und σ^2=1n∑(xi−xˉ)2\hat\sigma^2=\frac1n\sum(x_i-\bar x)^2σ^2=n1​∑(xi​−xˉ)2, mit nnn statt n−1n-1n−1, was die Varianz in kleinen Stichproben leicht unterschätzt.

Drei schnelle Maximum-Likelihood-SchätzungenTrade-Zahlen pro Minute von 2,4,3,32,4,3,32,4,3,3 ergeben die Poisson-Rate λ^=12/4=3\hat\lambda=12/4=3λ^=12/4=3. Zwölf Gewinntrades von 40 ergeben p^=12/40=0,3\hat p=12/40=0{,}3p^​=12/40=0,3 mit der Log-Likelihood 12ln⁡0,3+28ln⁡0,7≈−24,43512\ln0{,}3+28\ln0{,}7\approx-24{,}43512ln0,3+28ln0,7≈−24,435; jedes andere ppp liefert einen kleineren Wert. Für 1,2,3,4,51,2,3,4,51,2,3,4,5 ist der Normal-MLE μ^=3\hat\mu=3μ^​=3 und σ^2=10/5=2\hat\sigma^2=10/5=2σ^2=10/5=2, während die erwartungstreue Stichprobenvarianz 10/4=2,510/4=2{,}510/4=2,5 beträgt: Der MLE ist etwas kleiner, und der Unterschied verschwindet mit wachsendem nnn.
  • Likelihood: die Wahrscheinlichkeit der beobachteten Daten als Funktion des Parameters.
  • MLE: der Parameter, der sie maximiert; maximieren Sie die Log-Likelihood der Stabilität wegen.
  • Eigenschaften: konsistent und asymptotisch normal unter milden Bedingungen, aber in kleinen Stichproben nicht immer erwartungstreu.
Eine gute Anpassung eines falschen Modells bleibt falschMaximum-Likelihood findet die besten Parameter innerhalb der gewählten Familie. Sind Tagesrenditen schwerrandig und passen Sie eine Normalverteilung an, erhalten Sie die beste Normalverteilung, deren Varianz das Crash-Risiko trotzdem unterschätzt. Vergleichen Sie das angepasste Modell mit den Daten (Randzählungen, Histogramme), bevor Sie ihm trauen, und erwägen Sie eine Familie mit schwereren Rändern wie die Student-ttt-Verteilung.
0/ 7 beantwortet
Aufgaben
1Numerische Antwort10 Pkt.Nicht beantwortet

Die Trade-Zahlen in vier Minuten sind 2, 4, 3 und 3. Wie lautet die Maximum-Likelihood-Schätzung der Poisson-Rate?

λ^=\hat\lambda =λ^=akzeptiert: ± 0.001
2Numerische Antwort15 Pkt.Nicht beantwortet

Wie lautet für die Stichprobe 1, 2, 3, 4, 5 die Maximum-Likelihood-Schätzung der Normalvarianz (durch n teilen)?

σ^2=\hat\sigma^{2} =σ^2=akzeptiert: ± 0.001
3Numerische Antwort10 Pkt.Nicht beantwortet

12 von 40 Trades gewannen. Wie lautet die Maximum-Likelihood-Schätzung der Gewinnwahrscheinlichkeit?

p^=\hat p =p^​=akzeptiert: ± 0.001
4Numerische Antwort15 Pkt.Nicht beantwortet

Werten Sie die Log-Likelihood 12 ln(p) + 28 ln(1 - p) bei p = 0,3 aus (natürlicher Logarithmus). Geben Sie drei Nachkommastellen an.

ℓ=\ell =ℓ=akzeptiert: ± 0.01
5Auswahl15 Pkt.Nicht beantwortet

Was wählt die Maximum-Likelihood-Schätzung?

6Auswahl15 Pkt.Nicht beantwortet

Wählen Sie alle wahren Aussagen.

7In Worten erklären20 Pkt.Nicht beantwortet

Sagen Sie in zwei Sätzen, warum man die Log-Likelihood statt der Likelihood maximiert.

Mathe-ModusEingabe per Tastatur oder LaTeXAufgabe 1 von 7 · Strg ⏎ zum Prüfen

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